我國醫藥制造業要素流動與產業高質量發展的關系

崔嚴尹，包鴻瑞，趙 哲，劉 欣，夏 昉

長春中醫藥大學健康管理學院，吉林長春，130117

醫藥制造業發展質量與國民健康息息相關,是我國重點發展的戰略性產業之一。2022年1月,工業和信息化部等九部門聯合印發了《“十四五”醫藥工業發展規劃》,全文共提及9次“高質量”和4次“優質”,“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念將貫穿醫藥制造業發展的各個方面。在我國經濟高質量發展、人口老齡化、三孩政策全面放開以及醫保體系趨于健全等因素的共同作用下,醫藥制造業亟須加快高質量發展轉型以滿足日益擴大的國民醫療需求。隨著我國進入新發展階段,醫藥制造業高端資源要素供給不足、要素配置效率與產業高質量發展不匹配等問題逐漸凸顯[1-2]。國家戰略性產業的高質量發展離不開資源要素的支撐,破除要素流動阻礙、促進資源配置優化是推動醫藥制造業高質量發展乃至推動國內大循環的必要保障。同時,在財政分權體制背景下,兼有“政治人”和“經濟人”雙重身份的地方政府結合轄區內要素錯配程度做出的行為往往帶有利己傾向,常以財稅競爭的方式進行資源搶奪來優化要素稟賦,促進當地產業高質量發展[3]。要素流動是區域內的各類生產要素通過一定方式實現空間轉移的過程,區域間的要素稟賦差異導致要素收益存在價格差,為實現要素收益最大化,生產要素會自發或被動地流向使要素發展更優的區域[4]。關于要素流動對高質量發展的研究大多是集中勞動力要素、資本要素和技術要素3種:勞動力要素流動對區域內制造業升級有正向作用,勞動力減少能倒逼高技術產業升級[5];資本要素流動能夠加速區域經濟增長向穩態趨同,R&D資本流動量的提升能夠促進區域內醫藥制造業發展水平[6-8];技術要素流動對經濟長期增長具有積極影響,且技術流動具有創新效應,技術流動對關聯地區的創新效應最優[9-10]。稅收政策不直接作用于制造業的發展和升級,而是通過改變要素資源配置間接作用于產業經濟的高質量發展[11-13]。目前,相關研究多從要素投入和財政激勵角度研究醫藥制造業高質量發展某一方面[11-13],較少考慮到要素的空間流動和當地政府的稅收競爭行為。本研究在已有研究基礎上,探究勞動力要素流動、資本要素流動、技術要素流動對醫藥制造業高質量發展的影響,分析稅收競爭在其中的門檻效應,為優化醫藥制造業高質量發展的要素空間流動機制、統籌醫藥制造業區域間協調發展提供決策參考。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

本研究所指的醫藥制造業是根據國家統計局發布的《國家高技術產業(制造業)分類(2017)》界定。所需數據源自2011-2021年《中國高技術產業統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國固定資產投資統計年鑒》《中國稅務年鑒》等。鑒于數據的完整性和可得性,剔除西藏及港澳臺地區數據,缺失值用平均增長率補齊,異常值用均值、臨近值或0補齊。

1.2 變量定義

1.2.1 被解釋變量。 醫藥制造業高質量發展指數(HQ)。研究梳理相關研究成果[14-17],結合醫藥產業的特點總結出5個準則層,共計17個要素、20個指標(表1)。采用縱橫向拉開檔次法和線性加權法計算各省醫藥制造業高質量發展指數。

表1 我國醫藥制造業高質量發展綜合評價指標體系

1.2.2 核心解釋變量。資本要素流動、勞動力要素流動和技術要素流動。根據“引力模型”解釋要素流動[18],醫藥制造業利潤率水平作為資本流動誘因,勞動力流動是流入地區拉力因素和流出地區推力因素共同作用的結果,技術流動的誘因是R&D經費支出規模,設定要素流動為:

式(1)

式(2)

式(3)

CapFij為i地區流動到j地區的醫藥制造業固定資產投資額,LabFij為i地區流動到j地區的醫藥制造業從業人數,TechFij為i地區流動到j地區的醫藥制造業有效專利數;CapFi為i地區資本流動到其他地區的總量,LabFi為i地區勞動力流動到其他地區總量,TechFi為i地區技術要素流動到其他地區總量;ki為i地區的固定資產投資額,ratei為i地區醫藥制造業利潤率水平,Pi為i地區的從業人數,Hi為i地區住宅商品房平均銷售價格,Wi為i地區平均工資水平,Fi為i地區人均GDP,Ci為i地區的R&D經費支出規模,dij為i、j兩地區的地理距離。

1.2.3 門檻變量。稅收競爭是地方政府爭取流動性要素的主要手段[19],當一個地區實施優惠性稅收政策和財政補貼,外部要素因趨利性流入,進而影響經濟效率提升。研究采用全國t年的宏觀稅負水平除以j地區t年的稅負水平,數值越大稅收競爭強度越高,公式如下:

式(4)

1.2.4 控制變量。避免遺漏關鍵變量對回歸結果產生偏誤,選取以下變量作為控制變量:環境規制、財政分權、財政自由度、政商關系、工業化程度、貿易開放程度、城鎮化水平、經濟發展水平、人力資本。

1.3 研究方法

研究旨在探究要素流動對醫藥制造業高質量發展的作用程度,基于面板數據,設定基準回歸:

HQit=∝+βFdit+γXit+μi+γt+εit

式(5)

HQit表示i區域在t年的醫藥制造業高質量發展水平,Fdit表示i區域在t年的要素水平(分別為勞動力要素、資本要素和技術要素),Xit為一系列的控制變量,μi為地區效應,γt為時間效應,εit為隨機擾動項。

為進一步探究要素流動對醫藥制造業高質量發展是否存在非線性關系和門檻條件,研究應用Hansen提出的基本面板門檻回歸模型[20],門檻回歸模型是根據某一變量的取值區間將樣本分解成多個不同的線性機制進行分析的非線性模型。以稅收競爭為門檻變量,構建門檻效應回歸模型:

HQit=α0+β1FditI(Taxcit≤ρ1)+β2FditI(ρ1

式(6)

Fdit分別表示i區域在t年的不同要素水平;Taxcit是稅收競爭;ρ是門檻值;I(g)是示性函數,當符合指定條件時,示性函數取值為1,否則取值為0。

2 結果

2.1 變量的描述性統計及平穩性檢驗

表2展示了核心變量的統計特征,醫藥制造業高質量發展指數均值為1.8811,標準差為0.4307,最小值為0.8542,最大值為2.7848,說明各區域間醫藥制造業高質量發展水平差異較大;稅收競爭均值為1.1812,標準差為0.9460,最小值為0.0589,最大值為7.34818,說明不同區域稅收競爭強度存在較大差異;另外,三種要素流動的極值、方差值均較大,說明不同地區要素流動水平差異明顯。平穩性檢驗結果顯示所有變量均顯著平穩。

表2 核心變量的描述性統計

2.2 基準結果及穩健性檢驗

本研究對面板數據進行多重共線分析,各變量的VIF值均小于10,不存在明顯的共線。F檢驗和Hausman檢驗的值均為0,拒絕混合效應模型的原假設。Hausman檢驗結果分別為50.15、48.78、49.58,P值均<0.001,拒絕隨機效應模型的原假設,因此選擇省份、時間雙固定的OLS回歸。

結果顯示,資本要素流動、勞動力要素流動和技術要素流動加入控制變量前后系數符號均為正且至少在10%水平下顯著。單因素與多因素系數符號一致,說明回歸結果可靠,要素流動對醫藥制造業高質量發展具有顯著的促進作用,且資本要素流動作用效果大于勞動力要素流動和技術要素流動。見表3。

表3 要素流動影響醫藥制造業高質量發展水平的基準分析

由于各類要素流動與醫藥制造業高質量發展之間可能存在雙向因果關系,為避免內生性問題,研究對各流動要素做滯后一期處理,重新進行回歸估計,3個模型的系數大小幾乎與原模型一致,符號和顯著性均與原模型相同,基準回歸結果穩健。見表4。

表4 考慮內生性:滯后一期要素流動的雙重固定效應估計結果

高質量發展具有時間延續性和黏性,靜態面板回歸可能因擾動項自相關導致結果不具有效性,研究選擇系統廣義矩陣估計法(generalized method of moments, GMM)重新進行驗證。表5中,各模型AR(2)的P均大于0.01,說明模型不存在二階序列自相關。Hansen檢驗值大于0.9,說明工具變量有效,不存在過度識別。三個模型中高質量發展一階滯后項的系數均顯著為正,說明醫藥制造業高質量發展水平會受到自身前一期的影響,具有滾動效應。回歸系數的符號和顯著性與OLS基本一致,原模型結果可靠。

表5 考慮動態性:要素流動對醫藥制造業高質量發展水平的系統GMM估計結果

2.3 稅收競爭的門檻效應分析

2.3.1 稅收競爭的門檻效應檢驗。根據表6和表7,稅收競爭在資本要素流動中存在單一門檻,門檻值為0.0613;在勞動力要素流動對醫藥制造業高質量發展中存在雙重門檻,門檻值為0.0613、0.5118;技術要素不存在門檻效應。

表6 稅收競爭的門檻效應檢驗結果

表7 稅收競爭的門檻估計值結果

2.3.2 稅收競爭的門檻回歸結果。表8為稅收競爭的門檻回歸結果。模型1顯示,當稅收競爭低于門檻值時,資本要素流動對醫藥制造業高質量發展的回歸系數在1%置信水平顯著,當高于門檻值時,影響不再顯著。模型2顯示,當稅收競爭水平低于第一個門檻值時,勞動力要素流動對醫藥制造業高質量發展的回歸系數為2.9193,在1%的水平上顯著;在兩門檻值之間時,回歸系數為0.2128,在1%置信水平上顯著;高于第二個門檻值時,回歸系數為0.1648,在1%置信水平上顯著。

表8 稅收競爭的門檻效應回歸結果

3 討論

3.1 資本要素流動對于醫藥制造業高質量發展存在單一門檻效應

稅收競爭在資本要素流動和醫藥制造業高質量發展之間存在單一門檻效應。當稅收競爭低于門檻值(0.0613)時,資本要素流動對醫藥制造業高質量發展具有顯著的促進作用,與相關研究結論相似[21-22]。新藥審批、臨床試驗等環節的復雜性和不確定性使得藥品研發具有高投入的風險,需資本流動為醫藥制造業高質量發展持續賦能[23]。當稅收競爭高于門檻值(0.0613)時,這一相關關系不再顯著,這與林津晶等人觀點一致[24]。過溢的政策性措施可能對醫藥企業發展產生負面影響,其原因主要體現在兩方面:在各省份圍繞招商引資進行稅收競爭的社會現實下,過激的稅收競爭會造成資本流動失序,進而扭曲資本配置,醫藥制造業企業在初創階段難以獲得融資支持,會在一定程度上制約產業后續的高質量發展[22];另一方面,藥品集中帶量采購具有財政補助性,失度的稅收競爭可能會導致省域藥品集采價格與當地經濟發展不匹配,個別省份醫藥企業利潤空間被壓縮導致金融資本逆向流動,阻礙其高質量發展。例如,西藏GDP位居全國第30-31位,中選藥品價格水平卻高居全國第一[25]。鑒于稅收競爭的適度性,地方政府為吸引資本要素流入以激活醫藥制造業高質量發展,需將財稅政策從降低稅收倚重到加強醫藥產業基礎建設、完善配套措施、優化投融資環境中。同時,各區域積極落實《關于推動藥品集中帶量采購工作常態化制度開展的意見》等配套政策,在省際藥品集采聯盟中推進采購規則、價格聯動機制[26],可以加快形成統一開放的醫藥大市場。

3.2 勞動力要素流動對于醫藥制造業高質量發展存在雙重門檻效應

勞動力要素流動對醫藥制造業高質量發展驅動作用存在雙門檻效應,3個門檻區間內系數均顯著正相關,促進作用呈現邊際遞減的非線性特征,表明勞動力要素流動會促進醫藥制造業高質量發展,失度的稅收競爭會逐漸淡化勞動力要素流動的促進作用。高素質人才投入是產業高質量發展的關鍵一環,高層次人才培育周期長、成本高,勞動力要素流動為醫藥制造業高質量發展積累了高水平人力資本[27]。在現行的醫藥產業政策體系中,財稅政策結合知識產權保護是常見的政策組合,二者在長期均衡條件下存在“替代效應”[28]。稅收競爭行為適度的省份可能擁有較為完整的醫藥知識產權保護體系,更容易吸引高質量勞動力要素流入[29-30];稅收讓利并沒有持續提高勞動力流動對醫藥制造業高質量發展的促進作用,過度“稅收照顧”擠出了部分醫藥知識產權保護強度,知識產權得不到保障易導致科研人才流失,會損失對醫藥制造業高質量發展驅動效果。健全的醫藥知識產權保護體系是完善勞動力要素流動機制鏈的政策保障,各地區應充分權衡區域內醫藥產業政策組合,制定符合當地的藥品專利制度。此外,各區域通過構建一套完整的人才引進—培育—共享機制提高醫藥從業人員產出效率,實現自身能力和知識外溢,進而促進醫藥制造業整個行業鏈條的高質量發展。

3.3 技術要素流動對醫藥制造業高質量發展具有正向促進作用

技術要素流動每提升1%,該地區醫藥制造業高質量發展水平將提升0.3875%,且不存在門檻作用,說明區域間的研發技術流動使得技術要素得到了有效利用,顯著推動了醫藥制造業高質量發展。該促進作用可能存在兩條作用途徑:2013年藥品審評審批改革啟動,基于“產-學-研”模式的醫藥制造業技術交互效率進一步提高。高校、研究所、企業通過開展創新合作實現藥物研發技術對接市場需求,對醫藥產業高質量區域一體化具有推動作用[31]。同時,《藥品上市許可持有人制度試點方案》出臺拓寬了醫藥技術轉移的主體、形式和時點,加快了地方技術轉移、技術擴散的可能性[32]。各區域通過構建技術轉移集群實現區域外技術內化,持續推進醫藥制造業高質量發展[33-34]。潛在的政策含義是需要繼續強化區域間合作力度,破除技術要素流動壁壘。例如,政府可以出臺醫藥幫扶政策,鼓勵省份間組建技術幫扶對子,建立跨區域合作的“產-學-研”生態創新產業區;相關部門完善新藥研發政策激勵機制,細化醫藥技術轉移方面的項目流程及要求,整合新藥審批體系和簡化審批程序等。